Social capital impacts on income of farmers in Dong Thap Muoi region, Long An province
- People's Committee of Long An Province, 61 Nguyen Hue, Tan An city, Long An province, Vietnam
Abstract
It is a given that many people are concerned about their financial situations. Households in the agricultural areas, in particular, are highly concerned, as the agriculture sector faces several hazards owing to natural and environmental causes. As a result, academics are constantly interested in discovering the factors that influence household income. The goal of this study is to analyze whether social capital is a significant factor in increasing household income. Unlike earlier research, this paper examines the factors that influence family income using both economic and social theories. Research scales and models are provided based on Putnam's social capital theory and the findings of prior investigations. The study model comprises 19 observed variables, seven of which are connected to individual and household characteristics, and twelve of which represent the household's social capital. In Long An province of Dong Thap Muoi region, data was collected from 701 families. The findings of data analysis using the multivariate regression (OLS) approach reveal that social capital is certainly one of the major variables that impact household income. Based on the findings of data analysis, the study makes a number of recommendations to help boost household income through building social capital.
Giới thiệu
Đại dịch COVID-19 gây ảnh hưởng nặng nề đến kinh tế - xã hội của hầu hết các quốc gia trên thế giới, trong đó có Việt Nam. Trong tình hình đó, nông nghiệp trở thành bệ đỡ của nền kinh tế Việt Nam. Bằng chứng là, những ngành kinh tế khác có tăng trưởng âm, nhưng ngành nông nghiệp Việt Nam năm 2020 có mức tăng trưởng trên 2,5% (Bộ Nông Nghiệp và Phát triển Nông thôn, 2020)1. Thu nhập của hộ gia đình (HGĐ) trong khu vực nông nghiệp có sự cải thiện đáng kể, nếu như giai đoạn 2010-2015, HGĐ nông thôn thu nhập khoảng 32,5 triệu đồng/năm, mức tích lũy dưới 10 triệu đồng/năm) thì đến giai đoạn 2016 -2020, thu nhập của HGĐ nông thôn tăng khoảng 43 triệu đồng/năm, mức tích lũy đạt 22 triệu đồng/năm(Phúc Nguyên, 2019)2. Tuy nhiên, khoảng cách thu nhập giữa nhóm HGĐ khu vực đô thị và nhóm HGĐ nông thôn ngày càng nới rộng ra, cụ thể như, năm 2020, 20% dân số giàu nhất có thu nhập đạt trên 9,1 triệu đồng/tháng/người, trong khi 20% dân số nghèo nhất chỉ có thu nhập khoảng 1,1 triệu đồng/tháng/người (Minh Trang, 2021)3. Phần lớn dân số nghèo tập trung ở vùng nông thôn với kinh tế nông nghiệp là chính. Như vậy, thu nhập của nông hộ mặc dù có tăng trong những năm gần đây nhưng vẫn còn thấp so với mức bình quân chung cả nước. Điều này xuất phát từ những nguyên nhân chủ yếu như: sản xuất ở qui mô hộ nhỏ lẻ, ít ứng dụng khoa học công nghệ trong sản xuất, tính liên kết trong sản xuất và tiêu thụ sản phẩm khá yếu…
Trước thực trạng trên, chủ đề nghiên cứu về thu nhập của nông hộ đã được khá nhiều nhà nghiên cứu quan tâm thực hiện. Tuy nhiên, phần lớn những nghiên cứu trước đây chủ yếu đưa vào mô hình nghiên cứu những biến liên quan đến kinh tế hộ, đặc điểm của HGĐ theo lý thuyết kinh tế học, ví dụ như: diện tích đất đai, hình thức sản xuất, tác động của việc di cư, cơ sở hạ tầng nông thôn, lao động, vốn, … mà chưa xem xét những yếu tố phi kinh tế khác.
Nghiên cứu này vận dụng cả lý thuyết kinh tế học và lý thuyết xã hội học để nghiên cứu những yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ. Mục đích chính của nghiên cứu là tìm hiểu thêm những yếu tố vốn xã hội tác động đến thu nhập của nông hộ. Kết quả nghiên cứu giúp lấp đầy khoảng trống trong các nghiên cứu về yếu tố ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ.
Cơ sở lý luận
Thu nhập nông hộ
Nông hộ là những HGĐ có sinh kế chủ yếu từ nông nghiệp, sản xuất nông nghiệp chủ yếu dựa vào lao động gia đình (Ellis, 1998)4. Theo Bộ Luật Dân sự Việt Nam (2005)5, HGĐ là những người có cùng huyết thống hay không cùng huyết thống (thông qua hôn nhân) cùng ăn ở, sinh hoạt và làm việc (cùng hộ khẩu). Theo Samuelson và Nordhaus (2010)6, thu nhập là những khoản thu (có thể bằng tiền hoặc bằng hiện vật được qui đổi thành tiền) của một hay một nhóm người tạo ra trong một khoản thời gian nhất định (thường là 1 năm). Như vậy, thu nhập của nông hộ là những khoản thu bằng tiền (hoặc bằng hiện vật qui thành tiền) của những HGĐ từ hoạt động sản xuất nông nghiệp. Thu nhập của nông hộ thường khá bấp bênh, chịu ảnh hưởng bởi những rủi ro đến từ thiên tai, biến đổi khí hậu, dịch bệnh… (Ellis, 20007; Khan, Tabassum & Ansari, 20178). Để giảm thiểu những rủi ro cho nông hộ, DFID (Department for International Development – Cục phát triển quốc tế, 2007)9 đưa ra khung sinh kế bền vững. Theo DFID (2007)9 vốn sinh kế gồm năm loại: vốn con người, vốn tài chính, vốn vật chất, vốn tự nhiên và vốn xã hội (VXH). Theo đó, VXH có ảnh hưởng đến sinh kế bền vững của nông hộ.
Các nghiên cứu về thu nhập của nông hộ dựa theo lý thuyết kinh tế học (hàm thu nhập của Mincer, 197410) thường đưa vào mô hình nghiên cứu các biến quan sát như: chủ hộ (Đinh Phi Hổ & Đông Đức, 2014)11; giới tính và tuổi của ĐTPV (Lê Đình Hải, 2017)12; thời gian cư trú của ĐTPV (Nguyễn Lan Duyên, 2014)13; trình độ học vấn của ĐTPV (Pham, 2013)14; Kinh nghiệm (Phạm Tấn Hòa, 2015)15; Tỷ lệ phụ thuộc (Khai, Kinghan, Newman & Talbot, 2013)16; Đất đai (Manjunatha và cộng sự, 201317; Lê Đình Hải, 201712). Tuy nhiên, kết quả của các nghiên cứu cũng ít khi tương đồng do dữ liệu, đối tượng và phạm vi nghiên cứu không giống nhau.
Vốn xã hội
Khái niệm VXH được đề cập đến trong các nghiên cứu khoa học về kinh tế và xã hội của Việt Nam trong những năm gần đây. VXH thực chất là mối quan hệ xã hội (Bourdieu, 1986)18. Khái niệm VXH được nêu rõ ràng và được các nhà nghiên cứu sử dụng phổ biến là khái niệm của Adler & Kwon (2002)19. Theo Adler & Kwon (2002)19, VXH là: (i) sự tin cẩn giữa những người cùng một cộng đồng; (ii) sự tuân theo thói lề, phong tục của cộng đồng và (iii) mạng lưới xã hội. Tất cả những điều đó mang lại những lợi ích kinh tế hay tinh thần nhất định cho những ai sở hữu nó.
Putnam (1993)20 phát triển lý thuyết mối quan hệ yếu của Granovetter (1973)21 đã kết luận rằng, VXH thể hiện trên hai khía cạnh: cấu trúc (chuẩn mực, mối quan hệ) và tri nhận (niềm tin, sự có đi có lại). Hai khía cạnh này được các nhà nghiên cứu tiếp sau đó đã kiểm chứng bằng các nghiên cứu thực nghiệm và đã đồng tình với lý thuyết của Putnam. Khía cạnh cấu trúc thể hiện ở mối quan hệ xã hội (Granovetter, 1995)22, cấu trúc mối quan hệ (Lin, 2001)23, chuẩn mực (Lin, Cook, & Burt, 2001)24. Khía cạnh tri nhận thể hiện qua lòng tin (Putnam, 2000)25, sự “có đi có lại” (Putnam, 199526; Woolcock & Narayan, 200027), sự tương trợ lẫn nhau (Lin, 2001)23. Nghiên cứu này sẽ xem xét VXH theo hai khía cạnh nêu trên.
Ở Việt Nam đến thời điểm hiện nay, các nghiên cứu có đưa biến đại diện VXH vào trong mô hình nghiên cứu còn khá ít và hầu hết các biến được đo dưới dạng biến giả. Phần nhiều là các nghiên cứu về việc làm và thu nhập nói chung, ít nghiên cứu về thu nhập nông hộ. Nghiên cứu Nguyễn Lan Duyên (2014)13, Phạm Tấn Hòa (2015)15 đưa biến HGĐ có tham gia tổ chức chính trị xã hội (TCCTXH) vào mô hình nghiên cứu. HGĐ có thành viên tham gia tổ chức Đảng, Nhà nước hay tham gia vào Hội liên hiệp phụ nữ, Hội nông dân giúp tăng khả năng tiết kiệm của HGĐ (Newman Carol, Tarp Finn & Khai Luu Duc, 201228; Vo, 201829). Khai & Danh (2014)30, Huỳnh Phẩm Dũng Phát & Kim Hải Vân (2019)31 cho rằng HGĐ có mối quan hệ tốt với TCCTXH sẽ giúp cải thiện kinh tế hộ. Hoàng Bá Thịnh (2009)32 cho rằng, chi phí đóng góp cho các hoạt động hội nhóm làm giảm thu nhập của HGĐ.
Các nghiên cứu về VXH có khá nhiều nhưng đa phần tập trung vào việc làm của cá nhân, có ít nghiên cứu về VXH với thu nhập hay thu nhập của nông hộ. Narayan & Cassidy (2001)33 ứng dụng lý thuyết VXH của Putnam (1993)20 đã kết luận rằng, bên cạnh sự giúp đỡ, sự tin cậy lẫn nhau, số thành viên trong nhóm và số tiền đóng góp vào nhóm cũng thể hiện VXH (VXH kết nối hay liên kết). Zhang, Anderson & Zhan (2011)34, Pierson (2009)35 cho rằng sự “có đi có lại” được thể hiện qua nhận được sự hỗ trợ cảm xúc, tài chính, tư vấn, hướng dẫn và giao tiếp xã hội từ những người khác. Onyx & Bullen (1997)36 đã chứng minh rằng, việc tham gia vào các tổ chức tự nguyện (TCTN) hay các TCCTXH trở thành một gánh nặng cho các cá nhân. Park & Subramanian (2012)37 cho rằng, tham gia TCTN hay TCCTXH giúp cải thiện thu nhập. Growiec & Growiec (2016)38 cho rằng tham gia trong các TCTN không ảnh hưởng đến thu nhập. Maloney, Smith, & Stoker (2000)39, Knack (2003)40 cho rằng, lợi ích của VXH đối với các thành viên tham gia vào các tổ chức (chính thức hay phi chính thức) còn tùy thuộc vào mục tiêu và hoạt động của từng tổ chức.
Theo kết quả lược khảo lý thuyết và các nghiên cứu đã thực hiện trước đây, nghiên cứu nhận thấy VXH chưa trở thành yếu tố trọng tâm trong các nghiên cứu liên quan đến thu nhập. Với mong muốn lấp đầy khoảng trống này, nghiên cứu bổ sung thêm các biến VXH vào mô hình bên cạnh những biến kinh tế truyền thống.
Mô hình và phương pháp
Nghiên cứu sử dụng phương pháp định tính và định lượng. Nghiên cứu sử dụng phương pháp thảo luận nhóm chuyên gia để hiệu chỉnh và bổ sung thang đo VXH của nông hộ. Kết quả thảo luận với 10 chuyên gia là giảng viên khối ngành kinh tế của ba trường Đại học (Trường Đại Học Kinh tế thành phố Hồ Chí Minh, Trường Đại học Mở thành phố Hồ Chí Minh, Trường Đại học Khoa học xã hội và Nhân văn thành phố Hồ Chí Minh) đã giúp hoàn thiện thang đo và mô hình nghiên cứu. Cụ thể là, các biến VXH của HGĐ được đo bằng số lượng (người) trong HGĐ tham gia vào các tổ chức chính thức và phi chính thức; số tiền (khoản đóng góp) vào các hoạt động của các tổ chức mà HGĐ có thành viên tham gia; số người có thể chia sẻ thông qua việc cho mượn tiền khi HGD gặp khó khăn về tài chính; đồng thời, mô hình bổ sung theo khoản chi phí giao tế (cá nhân, HGĐ) vì theo các chuyên gia, điều này thể hiện phần nào đó số lượng và chất lượng của mối quan hệ xã hội.
Để phục vụ cho việc kiểm chứng mô hình, nghiên cứu tiến hành thu thập dữ liệu 720 nông hộ bằng phương pháp chọn mẫu ngẫu nhiên hệ thống. Phạm vi nghiên cứu là 6 huyện, thị thuộc vùng ĐTM tỉnh Long An gồm Thị xã Kiến Tường và các huyện Thạnh Hóa, Tân Thạnh, Mộc Hóa, Vĩnh Hưng và Tân Hưng. HGĐ được chọn phỏng vấn theo 3 giai đoạn: (i) chọn xã, phường, thị trấn; (ii) chọn địa bàn và (iii) chọn hộ. Danh sách chọn mẫu (cả 3 giai đoạn) đều dựa theo dữ liệu khảo sát mức sống dân cư do Cục Thống kê tỉnh Long An cung cấp. Mỗi huyện, thị chọn 120 mẫu, cụ thể là chọn 2 xã phường/huyện, thị xã; mỗi huyện, thị xã chọn 3 địa bàn, mỗi địa bàn chọn 20 hộ (2 * 3 * 20 = 120). Tổng số có 720 hộ tham gia phỏng vấn trong thời gian từ tháng 05 đến tháng 10 năm 2020. Vùng ĐTM tỉnh Long An mang đầy đủ những nét đặc trưng của kinh tế nông nghiệp vùng Đồng bằng sông Cửu Long (Châu Hồng Thắng, 2018)41. Vì thế, kết quả nghiên cứu có thể đại diện cho khu vực nông nghiệp. Đối tượng phỏng vấn (ĐTPV) là những người có thu nhập cao nhất trong hộ gia đình hoặc là người có ảnh hưởng nhất trong quyết định các khoản chi tiêu trong gia đình. Tuy nhiên, dữ liệu sau khi sàng lọc, loại bỏ những hộ không thuần nông nghiệp, số còn lại là 701 nông hộ đảm bảo yêu cầu để phân tích dữ liệu. Phương pháp hồi quy đa biến (OLS) được sử dụng để phân tích dữ liệu.
Mô hình nghiên cứu dựa theo lý thuyết kinh tế học và các nghiên cứu về thu nhập nông hộ đã được thực hiện trước đây để xây dựng các biến quan sát liên quan đến đặc điểm cá nhân và HGĐ (Table 1). Đồng thời, dựa vào lý thuyết VXH cùng ý kiến chuyên gia, nghiên cứu bổ sung các biến quan sát liên quan đến VXH của cá nhân và HGĐ. Mô hình nghiên cứu cụ thể như sau:
Y (Ln_TNBQ/người) = f (CHUHO, GTINH, TUOI, SNCT, TDHV, KNGHIEM, TLPT, HHTGCQ, SNCMT, STVDNN, STVCTXH, STVXHNN, STVTCTN, Ln_TNVLCN, Ln_CPGTCN, Ln_CPHNHO, Ln_CPCDHO, Ln_CPGTHO, TLDL) + e
Với e là sai số của mô hình.
Giải thích biến và giả thuyết nghiên cứu
|
Mã biến |
Giải thích biến |
Đo lường |
Giả thuyết & kỳ vọng dấu |
Căn cứ chọn biến |
|
CHUHO |
Chủ hộ (biến giả) |
Chủ hộ =1; không phải chủ hộ = 0 |
H1 (+) |
Đinh Phi Hổ & Đông Đức (2014) |
|
GTINH |
Giới tính của đối tượng phỏng vấn (ĐTPV) |
Nam = 1; nữ =0 |
H2 (+) |
Lê Đình Hải (2017) |
|
TUOI |
Tuổi của ĐTPV |
Tuổi (năm) |
H3 (+) |
Lê Đình Hải (2017) |
|
SNCT |
Số năm cư trú của ĐTPV |
Số năm (năm) |
H4 (+) |
Nguyễn Lan Duyên (2014) |
|
TDHV |
Trình độ học vấn của ĐTPV |
Số năm đi học (năm) |
H5 (+) |
Pham (2013) |
|
KNGHIEM |
Kinh nghiệm làm việc của ĐTPV |
Số năm (năm) |
H6 (+) |
Phạm Tấn Hòa (2015) |
|
TLPT |
Tỷ lệ phụ thuộc (%) |
Số người không có việc làm/số người trong hộ |
H7 (-) |
Nguyễn Lan Duyên (2014) |
|
HHTGCQ |
HGĐ có họ hàng tham gia chính quyền địa phương |
Có = 1; không có = 0 |
H8 (+) |
Park & Subramanian (2012) |
|
SNCMT |
Số người có thể cho HGĐ mượn tiền khi gặp khó khăn |
Số người (người) |
H9 (+) |
Granovetter (1995) |
|
STVDNN |
Số thành viên trong HGĐ tham gia tổ chức Đảng, Nhà nước |
Số người (người) |
H10 (+) |
Vo (2018) |
|
STVCTXH |
Số thành viên trong HGĐ tham gia tổ chức chính trị xã hội (TCCTXH) |
Số người (người) |
H11 (+) |
Phạm Tấn Hòa (2015) |
|
STVXHNN |
Số thành viên trong HGĐ tham gia tổ chức xã hội nghề nghiệp (TCXHNN) |
Số người (người) |
H12 (+) |
Narayan & Cassidy (2001) |
|
STVTCTN |
Số thành viên trong HGĐ tham gia tổ chức tự nguyện (TCTN) |
Số người (người) |
H13 (+) |
Narayan & Cassidy (2001) |
|
Ln_TNVLCN |
Thu nhập từ việc làm của ĐTPV (log) |
Thu nhập tính bằng triệu đồng/tháng |
H14 (+) |
Mincer (1974) |
|
Ln_CPGTCN |
Chi phí giao tế của ĐTPV (log) |
Chi phí giao tế của ĐTPV tính bằng triệu đồng/tháng |
H15 (+) |
Lin (2001) |
|
Ln_CPHNHO |
Chi phí đóng góp vào các tổ chức, hội nhóm của HGĐ (log) |
Chi phí đóng góp tính bằng triệu đồng/tháng |
H16 (+) |
Narayan & Cassidy (2001) |
|
Ln_CPCDHO |
Chi phí đóng góp vào các hoạt động cộng đồng của HGĐ (log) |
Chi phí đóng góp tính bằng triệu đồng/tháng |
H17 (+) |
Adler & Kwon (2002) |
|
Ln_CPGTHO |
Chi phí giao tế của HGĐ (log) |
Chi phí giao tế của HGĐ tính bằng triệu đồng/tháng |
H18 (+) |
Lin (2001) |
|
TLDL |
Tỷ lệ đất trồng lúa (%) |
Tỷ lệ đất trồng lúa/tổng diện tích đất sản xuất của HGĐ (%) |
H19 (-) |
Nguyễn Lan Duyên (2014) |
Kết quả phân tích dữ liệu
Thống kê mô tả mẫu dữ liệu
Mô tả mẫu dữ liệu
|
Biến quan sát |
Giải thích |
Số lượng |
Tỷ lệ (%) |
|
Chủ hộ |
Không phải chủ hộ |
170 |
24,25 |
|
Chủ hộ |
531 |
75,75 | |
|
Giới tính |
Nữ |
101 |
14,41 |
|
Nam |
600 |
85,59 | |
|
Học vấn |
Không đi học |
23 |
3,30 |
|
Chưa tốt nghiệp tiểu học |
135 |
19,30 | |
|
Tốt nghiệp tiểu học |
326 |
46,50 | |
|
Tốt nghiệp trung học cơ sở |
151 |
21,50 | |
|
Tốt nghiệp trung học phổ thông |
45 |
6,40 | |
|
Tốt nghiệp cao đẳng |
12 |
1,70 | |
|
Tốt nghiệp đại học |
9 |
1,30 | |
|
Tuổi |
Dưới 30 tuổi |
18 |
2,57 |
|
Từ 30 - 40 tuổi |
137 |
19,54 | |
|
Từ 41 -50 tuổi |
206 |
29,39 | |
|
Từ 51- 60 tuổi |
212 |
30,24 | |
|
Trên 60 tuổi |
128 |
18,26 | |
|
Cư trú |
Dưới 5 năm |
9 |
1,28 |
|
Từ 5 - 10 năm |
14 |
2,00 | |
|
Từ 11 - 20 năm |
37 |
5,28 | |
|
Từ 21 - 30 năm |
115 |
16,41 | |
|
Trên 30 năm |
526 |
75,04 | |
|
Kinh nghiệm |
Dưới 5 năm |
37 |
5,28 |
|
Từ 5 - 10 năm |
125 |
17,83 | |
|
Từ 11 - 20 năm |
238 |
33,95 | |
|
Từ 21 - 30 năm |
164 |
23,40 | |
|
Trên 30 năm |
137 |
19,54 | |
|
Tỷ lệ phụ thuộc |
Không có |
198 |
28,25 |
|
Dưới 25% |
21 |
3,00 | |
|
Từ 25-50% |
382 |
54,49 | |
|
Trên 50 dưới 75% |
77 |
10,98 | |
|
Từ 75% trở lên |
23 |
3,28 | |
|
HGĐ có họ hàng tham gia chính quyền địa phương |
Không |
496 |
70,76 |
|
Có |
205 |
29,24 | |
|
Tổng |
701 |
100 |
Kết quả thống kê (Table 2) cho thấy, trong 701 ĐTPV có 24,25% không phải chủ hộ (vợ/chồng, con cái… của chủ hộ), ĐTPV đa phần là nam giới. Các ĐTPV có TĐHV không cao nhưng kinh nghiệm làm việc rất lâu năm. Đa phần các ĐTPV có tuổi đời từ 30 tuổi trở lên (Table 2). Tỷ lệ phụ thuộc trong các HGĐ tập trung ở khoảng từ 25% - 50%. Các HGĐ trong mẫu nghiên cứu phần lớn (70,76%) không có họ hàng tham gia chính quyền địa phương. Hầu hết các HGĐ đều có ít nhất 1 người có thể cho gia đình mượn tiền khi cần, thậm chí có HGĐ cho biết, khi gia đình khó khăn có thể có đến 100 người cho thể cho mượn tiền. Số người có thể cho HGĐ mượn tiền tập trung ở khoảng 5-10 người. Những HGĐ trong phạm vi nghiên cứu phần lớn có khoảng 7-10% có thành viên trong gia đình tham gia tổ chức Đảng, Nhà nước, TCXHNN và TCTN. TCCTXH gắn với người dân trong cuộc sống và việc làm, vì thế, 31,2% các HGĐ đều có thành viên tham gia (Table 2).
Các HGĐ có chi phí giao tế ở mức từ 1 triệu đồng đến dưới 2 triệu đồng/tháng/HGĐ. ĐTPV có chi phí giao tế bình quân nhiều nhất là 1 triệu đồng/tháng. Riêng mức đóng góp của HGĐ cho các tổ chức hội nhóm và các hoạt động cộng đồng phần nhiều tập trung ở mức dưới 200 ngàn đồng/tháng/HGĐ. Điều này cũng phù hợp vì thu nhập bình quân (TNBQ/người) ở các HGĐ tập trung ở mức từ 2 triệu đến dưới 5 triệu đồng/người/tháng (421/701 HGĐ, chiếm 60% mẫu nghiên cứu). Những HGĐ có thu nhập dưới 2 triệu đồng/người/tháng hay từ 5 đến 10 triệu đồng/người/tháng chiếm tỷ lệ gần giống nhau (15% mẫu nghiên cứu), chưa đến 10% HGĐ có thu nhập trên 10 triệu đồng/người/tháng. Kết quả này cho thấy, thu nhập của nông hộ khá thấp.
Kết quả hồi quy và các kiểm định mô hình
Kết quả hồi quy
|
Mô hình |
Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa |
Hệ số hồi quy đã chuẩn hóa |
Giá trị t |
Mức ý nghĩa (Giá trị Sig.) |
Thống kê đa cộng tuyến | |||
|
Hệ số B |
Sai số |
Hệ số Beta |
Dung sai |
Hệ số VIF | ||||
|
Hằng số |
0,703 |
0,110 |
6.361 |
0,000 | ||||
|
CHUHO |
0,025 |
0,035 |
0,018 |
0,720 |
0,471 |
0,849 |
1,177 | |
|
GTINH |
-0,231*** |
0,042 |
-0,136 |
-5,476 |
0,000 |
0,877 |
1,140 | |
|
TUOI |
0,005** |
0,002 |
0,093 |
2,538 |
0,011 |
0,408 |
2,451 | |
|
SNCT |
-0,002 |
0,001 |
-0,046 |
-1,597 |
0,111 |
0,669 |
1,494 | |
|
TDHV |
-0,003 |
0,005 |
-0,013 |
-0,545 |
0,586 |
0,926 |
1,080 | |
|
KNGHIEM |
-0,002 |
0,002 |
-0,030 |
-0,905 |
0,366 |
0,501 |
1,997 | |
|
TLPT |
-0,948*** |
0,065 |
-0,381 |
-14,616 |
0,000 |
0,804 |
1,244 | |
|
HHTGCQ |
-0,043 |
0,032 |
-0,033 |
-1,341 |
0,180 |
0,898 |
1,114 | |
|
SNCMT |
0,010*** |
0,003 |
0,096 |
3,974 |
0,000 |
0,925 |
1,081 | |
|
STVDNN |
0,058 |
0,036 |
0,040 |
1,609 |
0,108 |
0,885 |
1,130 | |
|
STVCTXH |
-0,020 |
0,017 |
-0,029 |
-1,132 |
0,258 |
0,823 |
1,215 | |
|
STVXHNN |
0,014 |
0,050 |
0,007 |
0,274 |
0,785 |
0,922 |
1,085 | |
|
STVTCTN |
0,382*** |
0,144 |
0,064 |
2,651 |
0,008 |
0,937 |
1,067 | |
|
Ln_TNVLCN |
0,530*** |
0,022 |
0,682 |
23,659 |
0,000 |
0,656 |
1,525 | |
|
Ln_CPGTCN |
0,046* |
0,024 |
0,056 |
1,897 |
0,058 |
0,634 |
1,578 | |
|
Ln_CPHNCN |
0,002 |
0,020 |
0,003 |
0,110 |
0,912 |
0,868 |
1,152 | |
|
Ln_CPCDCN |
0,010 |
0,008 |
0,030 |
1,175 |
0,240 |
0,851 |
1,175 | |
|
Ln_CPGTHO |
0,093*** |
0,025 |
0,112 |
3,745 |
0,000 |
0,611 |
1,638 | |
|
TLDL |
-0,155*** |
0,043 |
-0,096 |
-3,622 |
0,000 |
0,777 |
1,286 | |
Kết quả phân tích hồi quy (OLS) cho thấy (Table 3), có 9/19 biến độc lập có tác động đến biến phụ thuộc. Các biến có tác động là: GTINH, TUOI, TLPT, SNCMT, STVTCTN, Ln_TNVLCN, Ln_CPGTCN, Ln_CPGTHO, TLDL. Các biến này đều đạt mức ý nghĩa thống kê 1%, ngoài trừ biến Ln_CPGTCN có mức ý nghĩa thống kê 10% và biến TUOI có mức ý nghĩa thống kê 5%. Duy nhất biến GTINH có dấu của hệ số hồi quy trái với kỳ vọng ban đầu, 8 biến còn lại đều có dấu của hệ số hồi quy đúng kỳ vọng. Xét về giá trị (hệ số hồi quy chuẩn hóa), mức độ ảnh hưởng của các biến đến thu nhập của HGĐ xếp theo thứ tự giảm gần như sau: Ln_TNVLCN, TLPT, GTINH, Ln_CPGTHO, TLDL, SNCMT, TUOI, STVTCTN và Ln_CPGTCN.
Kết quả kiểm định giả thuyết
|
Giả thuyết nghiên cứu |
Kỳ vọng |
Dấu kết quả hồi quy |
Hệ số chuẩn hóa |
Giá trị Sig. |
Kết quả kiểm định |
|
H1 |
Dương |
Dương |
0,025 |
0,471 |
Không chấp nhận |
|
H2 |
Dương |
Âm |
-0,231*** |
0,000 |
Chấp nhận |
|
H3 |
Dương |
Dương |
0,005** |
0,011 |
Chấp nhận |
|
H4 |
Dương |
Âm |
-0,002 |
0,111 |
Không chấp nhận |
|
H5 |
Dương |
Âm |
-0,003 |
0,586 |
Không chấp nhận |
|
H6 |
Dương |
Âm |
-0,002 |
0,366 |
Không chấp nhận |
|
H7 |
Âm |
Âm |
-0,948*** |
0,000 |
Chấp nhận |
|
H8 |
Dương |
Âm |
-0,043 |
0,180 |
Không chấp nhận |
|
H9 |
Dương |
Dương |
0,010*** |
0,000 |
Chấp nhận |
|
H10 |
Dương |
Dương |
0,058 |
0,108 |
Không chấp nhận |
|
H11 |
Dương |
Âm |
-0,020 |
0,258 |
Không chấp nhận |
|
H12 |
Dương |
Dương |
0,014 |
0,785 |
Không chấp nhận |
|
H13 |
Dương |
Dương |
0,382*** |
0,008 |
Chấp nhận |
|
H14 |
Dương |
Dương |
0,530*** |
0,000 |
Chấp nhận |
|
H15 |
Dương |
Dương |
0,046* |
0,058 |
Chấp nhận |
|
H16 |
Dương |
Dương |
0,002 |
0,912 |
Không chấp nhận |
|
H17 |
Dương |
Dương |
0,010 |
0,240 |
Không chấp nhận |
|
H18 |
Dương |
Dương |
0,093*** |
0,000 |
Chấp nhận |
|
H19 |
Âm |
Âm |
-0,155*** |
0,000 |
Chấp nhận |
|
R2 |
0,629 | ||||
|
R2 hiệu chỉnh |
0,618 | ||||
|
Hệ số Durbin Watson (DW) |
1,584 | ||||
|
Thống kê F (sig) |
60,729 (0,000) | ||||
Giá trị thống kê của F có ý nghĩa với độ tin cậy 99% (Table 4), bác bỏ H vì cho rằng các biến độc lập không ảnh hưởng đến Y (thu nhập nông hộ). Giả thuyết H được chấp thuận vì có 9/19 biến độc lập có ý nghĩa thống kê, nghĩa là có ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ. Kiểm định ý nghĩa thống kê và kiểm định t của kết quả hồi qui (Table 4) loại 10 biến quan sát không đạt yêu cầu về mức có ý nghĩa thống kê (t < 1,96). Hệ số R đạt mức 0,629 và hệ số R hiệu chỉnh đạt 0,618 nghĩa các biến độc lập trong mô hình có thể giải thích được 61,8% sự biến thiên của biến phụ thuộc, 38,2% thu nhập của nông hộ được giải thích bởi các biến độc lập khác ngoài mô hình. Kết quả kiểm định (Table 4) cho thấy, Giá trị F= 60,729 (Sig= 0,000), hệ số Durbin Watson (DW) = 1,584. Như vậy, mô hình không có khả năng xảy ra hiện tượng đa cộng tuyến, giả thiết phân phối chuẩn không bị vi phạm, vì thế kết quả hồi quy đáng tin cậy.
Thảo luận kết quả nghiên cứu
Giới tính (GTINH) của ĐTPV có tác động trái chiều với thu nhập của HGĐ. Tại mức ý nghĩa 1%, GTINH có ảnh hưởng mạnh thứ 3 với hệ số hồi quy chuẩn hóa Beta = 0,136 và hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa B = 0,231. Nghĩa là, nam giới có ảnh hưởng đến thu nhập của HGĐ thấp hơn nữ giới 23,1% (giả định các yếu tố khác không thay đổi). Theo đó, ta có thể nói, những HGĐ có chủ hộ hay lao động chính là nữ giới thì thu nhập của nông hộ đó cao hơn 23,1% so với những nông hộ chủ hộ là nam giới. Điều này cũng phù hợp với thực tế vì phụ nữ ở trong gia đình nông thôn luôn là người chịu trách nhiệm “tay hòm chìa khóa”, quản lý chi tiêu trong hộ rất chặt chẽ nên giảm thiểu chi phí, chi tiêu, góp phần gia tăng thu nhập. Kết quả cũng cho thấy vai trò của nữ giới trong kinh tế HGĐ ngày càng cao.
Tuổi (TUOI) của ĐTPV có tác động cùng chiều với biến phụ thuộc. ĐTPV tăng thêm 1 tuổi thì thu nhập của nông hộ tăng lên 0,5% (hệ số B = 0,005) tại mức ý nghĩa 5% (giả định các yếu tố khác không đổi). Mức tăng này không đáng kể nhưng có tăng. Trong kết quả nghiên cứu của Lê Đình Hải (2017)12, tuổi của ĐTPV cũng có tác động tích cực đến thu nhập của HGĐ. Theo kết quả thống kê, tuổi của ĐTPV đa phần thuộc nhóm trung niên, sức khỏe tốt, sự năng động, kinh nghiệm ở “độ chín”, do đó tuổi tăng thu nhập tăng là phù hợp.
Tỷ lệ phụ thuộc (TLPT) có tác động trái chiều với thu nhập của nông hộ, đúng với kỳ vọng ban đầu. Kết quả này phù hợp với kết quả nghiên cứu Nguyễn Lan Duyên (2014)13. Tỷ lệ phụ thuộc có hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa cao thứ hai (Beta = 0,381) sau biến Ln_TNVLCN tại mức ý nghĩa 1% và hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa cao nhất (B = 0,948) trong các biến có tác động đến thu nhập của nông hộ. Như vậy, nông hộ nào có tỷ lệ phụ thuộc càng cao thì thu nhập càng giảm, mức giảm rất cao. Điều này hoàn toàn đúng theo thực tế và theo lý thuyết thu nhập của Mincer (1974)10.
Số người có thể cho nông hộ mượn tiền (SNCMT) khi hộ gặp khó khăn là một biến đại diện cho VXH của nông hộ. Biến này có hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa B = 0,010 tại mức ý nghĩa 1%. Hệ số hồi quy này không cao nhưng có tác động tích cực đến thu nhập của nông hộ. Điều này cho thấy VXH có tác động đến thu nhập của nông hộ. Đây là một phát hiện mới so với các nghiên cứu về thu nhập nông hộ đã thực hiện trước đây. Thực tế cho thấy, ở vùng nông thôn, các HGĐ thường hỗ trợ lẫn nhau khi khó khăn về tài chính hoặc những công việc hằng ngày. Như vậy, VXH đã tồn tại từ rất lâu trong cộng đồng dân cư nhưng chưa được nghiên cứu và ứng dụng để mang lại hiệu quả kinh tế hay tài chính của cá nhân, HGĐ.
Số thành viên trong HGĐ tham gia tổ chức tự nguyện (STVTCTN) có ảnh hưởng tích cực đến thu nhập của nông hộ, đúng theo kỳ vọng ban đầu, trùng với kết quả nghiên cứu của Narayan & Cassidy (2001)33. Như vậy, VXH có ảnh hưởng đến thu nhập của nông hộ. Điều này mở ra một khía cạnh mới cho những nghiên cứu về thu nhập của nông hộ nói riêng và thu nhập của HGĐ nói chung. Hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa của biến này khá cao (B = 0,382). Theo đó, nông hộ có thêm 1 thành viên tham gia vào các tổ chức tự nguyện tại địa phương thì thu nhập có khả năng tăng thêm đến 38,2% (độ tin cậy 99%). Điều này phù hợp thực tế, khi có người tham gia tổ chức hội họ sẽ nhận được nhiều sự giúp đỡ về nhân lực, tài chính, kỹ thuật, công nghệ... Do đó, các nông hộ cần quan tâm nhiều hơn về việc này.
Thu nhập từ việc làm của cá nhân đối tượng phỏng vấn (Ln_TNVLCN) có ảnh hưởng mạnh và tích cực đến thu nhập của nông hộ. Biến này có hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa B = 0,530 và hệ số này khá cao. Kết quả này phù hợp với lý thuyết Mincer (1974)10 và phản ánh đúng thực tế. Thu nhập của cá nhân là một phần thu nhập của HGĐ, hơn nữa đây là thu nhập của chủ hộ hay của lao động chính trong hộ. Do đó, mức ảnh hưởng này là phù hợp.
Chi phí giao tế của cá nhân (Ln_CPGTCN) và chi phí giao tế của HGĐ (Ln_CPGTHO) cũng là hai biến đại diện cho VXH của cá nhân và HGĐ. Cả hai biến này đều có tác động tích cực đến thu nhập của nông hộ. Trong đó, biến Ln_CPGTHO có hệ số hồi quy chưa chuẩn hóa cao hơn biến Ln_CPGTCN. Kết quả này cho thấy việc ứng dụng lý thuyết VXH của Lin (2001)23 vào trong nghiên cứu này là phù hợp. Điều này giúp khẳng định thêm vai trò của VXH trong thu nhập của nông hộ tại địa bàn nghiên cứu.
Tỷ lệ đất lúa (TLDL) trong tổng diện tích đất sản xuất của HGĐ có hệ số hồi quy mang dấu âm, đúng kỳ vọng ban đầu và phù hợp với kết quả nghiên cứu của Nguyễn Lan Duyên (2014)13. Theo đó, hộ có diện tích trồng lúa càng cao thì thu nhập càng giảm, tuy mức giảm 15,5% (B = 0,155). Kết quả nghiên cứu phản ánh đúng thực tế, trong các hộ sản xuất nông nghiệp, hộ trồng lúa có thu nhập thấp hơn hộ nuôi trồng thủy sản, trồng hoa màu, cây ăn trái hay chăn nuôi. Điều này cũng lý giải vì sao, những năm gần đây, nông dân tích cực chuyển đổi cây trồng, vật nuôi trên diện tích đất canh tác, “phá thế” độc canh cây lúa để chuyển sang trồng hoa màu, nuôi trồng thủy sản thay cho trồng lúa.
Kết luận và khuyến nghị
Nghiên cứu ứng dụng lý thuyết kinh tế học và lý thuyết vốn xã hội để xem xét những yếu tố tác động đến thu nhập của nông hộ vùng Đồng Tháp Mười tỉnh Long An. Kết quả đã phát hiện ra điều thú vị mà các nghiên cứu trước đây về thu nhập nông hộ chưa tìm ra, cụ thể là VXH có tác động tích cực và mạnh mẽ đến thu nhập của nông hộ. Trong đó, chi phí giao tế của cá nhân, của HGĐ và đặc biệt là số người có thể cho HGĐ mượn tiền khi khó khăn, số thành viên trong HGĐ có tham gia các tổ chức tự nguyện càng nhiều thì thu nhập của HGĐ càng được nâng cao đáng kể.
Như vậy, để nâng cao thu nhập của nông hộ, ngoài việc kiểm soát và phát triển những khía cạnh liên quan đến kinh tế như: giảm tỷ lệ người phụ thuộc trong hộ, tăng khoản thu từ việc làm của các thành viên trong hộ, giảm tỷ lệ đất trồng lúa, tham gia vào việc làm phi nông nghiệp những lúc nông nhàn, … thì các HGĐ cần chú ý tăng cường VXH của các cá nhân trong HGĐ.
Để thực hiện điều này không có gì khó khăn, HGĐ tăng cường giao tế, gắn kết, xây dựng niềm tin với cộng đồng trong làng xã, tích cực tham gia các hội, nhóm tự nguyện để giúp nhau trong sản xuất (Hội quán, Hội làm vườn, Tổ hợp tác…); tăng sự hỗ trợ lẫn nhau theo tinh thần “tương thân tương ái” đã có từ trước đến nay, củng cố và phát huy những điều này trong cuộc sống cũng như trong hoạt động sản xuất. Đồng thời, để đảm bảo diện tích đất trồng lúa, chính quyền các cấp cần có những chính sách hỗ trợ nông dân thiết thực hơn, nếu không thì sớm hay muộn vì sinh kế, nông hộ sẽ chuyển dần hết sang sản xuất những loại cây trồng, vật nuôi khác, lúc này vấn đề an ninh lương thực bị ảnh hưởng nghiêm trọng. Khi thực hiện đồng bộ được những điều này, thu nhập trong thời gian tới của nông hộ chắc chắn sẽ được cải thiện.
Kết quả nghiên cứu cho thấy, bên cạnh những yếu tố kinh tế, các yếu tố vốn xã hội cũng có ảnh hưởng đáng kể đến thu nhập của nông hộ. Kết quả này mở ra hướng nghiên cứu mới cho các nhà nghiên cứu quan tâm đến vấn đề này. Tuy nhiên, nghiên cứu này chưa kiểm chứng sự khác biệt về hình thức sản xuất nông nghiệp, đặc điểm xã hội tại địa bàn nghiên cứu, một vài biến quan sát chưa có ý nghĩa thống kê. Vì thế, các nghiên cứu sau cần phát triển để khắc phục những hạn chế này.
DANH MỤC TỪ VIẾT TẮT
ĐTPV: Đối tượng phỏng vấn
HGĐ: Hộ gia đình
OLS: Ordinary Least Square
TCCTXH: Tổ chức chính trị xã hội
TCTN: Tổ chức tự nguyện
TĐHV: Trình độ học vấn
VXH: Vốn xã hội
TUYÊN BỐ XUNG ĐỘT
Tác giả xin cam đoan rằng không có bất kì xung đột lợi ích nào trong công bố bài báo.
ĐÓNG GÓP CỦA TÁC GIẢ
Toàn bộ nội dung bài viết chỉ do tác giả thực hiện.